中國和匈牙利（18）社區和亞臨床樣本中有問題的色情消費量表（PPCS-2020）的性質

1. 介紹

數據表明，互聯網使用的增加伴隨著色情消費的增加和有問題的色情使用（PPU）頻率的增加，代表了臨床相關現象（Brand，Antons，Wegmann和Potenza，2019a; Brand，Blycker和Potenza，2019b; deAlarcón，de la Iglesia，Casado和Montejo，2019年）。 儘管有關互聯網相關問題和障礙的研究有所增加，但PPU的概念化仍存在爭議（Hertlein and Cravens，2014年, 洛佩斯·費爾南德斯，2015年, Potenza等，2017, Stark等人，2018, Wéry和Billieux，2017, 年輕，2008）。 已經使用了多個術語來描述該現象（例如，互聯網性成癮，有問題的在線性活動，網絡性成癮和有問題的互聯網色情使用），以及是否已經將由於道德上的不一致而主觀上自我感知的色情成癮視為PPU辯論（Brand et al。，2019a; Vaillancourt‑Morel＆Bergeron，2019）。 此外，PPU沒有特定的診斷標準（Brand等，2020, 陳和江，2020, Cooper等，2001, 費爾南德斯和格里菲斯（2019）, Hertlein and Cravens，2014年, Wéry和Billieux，2017）。 為了研究和治療PPU，研究人員開發了測量PPU不同方面的量表。 但是，很少有人在不同文化和不同人群之間進行過驗證（陳和江，2020, 費爾南德斯和格里菲斯（2019）, Wéry和Billieux，2017).

2.評估色情使用問題

鑑於有關PPU概念化和診斷標準的爭論，評估工具在各個研究中有所不同，並強調了不同的特徵（費爾南德斯和格里菲斯（Fernandez＆Griffiths），2019年）。 多種量表主要基於有關性慾障礙的擬議標準（例如，性慾行為量表， 里德，加洛斯和方，2012年）。 但是，最近的研究表明PPU和性慾亢進之間存在差異（Bőtheet al。，2019c）。 性慾亢進可能包括高度參與各種性行為，包括手淫，網絡性行為，色情使用，電話性行為，成年人同意的性行為，脫衣舞俱樂部探視和其他行為（Karila等，2014）。 一致地，性慾行為清單（HBI）可以更廣泛地評估性慾行為（Brahim，Rothen，Bianchidemicheli，Courtois和Khazaal，2019年）。 一些量表更普遍地將注意力集中在強迫性行為上（例如，強迫使用性顯性互聯網材料），這些量表評估了在互聯網上強迫性搜索/觀看色情製品的特徵（Doornwaard，Eijnden，Baams，Vanwesenbeeck和Bogt，2016年），而不是使用一般的強迫性色情內容，並且未進行廣泛的心理評估。 存在一些旨在測量PPU的簡潔量表，但有時這些量表的結構效度受到批評或爭論。 例如，“計算機犯罪學使用清單9”（CPUI-9， Grubbs，Sessoms，Wheeler和Volk，2010年）已被用來評估自我報告的成癮並考慮了道德上的不一致，儘管它的確切測量方法受到質疑（Brand等，2019a）。 已經開發了幾種最近的量表來更廣泛地評估PPU的方面和領域，包括適應於在線性活動的短互聯網成癮測試（s-IAT-sex; Wéry，Burnay，Karila和Billieux，2015年），有問題的色情內容使用量表（PPUS； Kor等，2014），以及有問題的色情內容消費量表（PPCS-18; Bthethe等人，2018b）。 最近的系統評價推薦了最後兩個量表（費爾南德斯和格里菲斯（Fernandez＆Griffiths），2019年）。 最近，與PPUS和s-IAT-sex相比，PPCS-18在篩查PPU時顯示出更高的靈敏度和更高的準確性（陳江，2020).

據我們所知，PPCS-18是唯一可評估一種成癮模型的六個指定組成部分的工具：顯著性，情緒改變，衝突，寬容，復發和戒斷（格里菲斯，2005）。 特別是，耐受性和戒斷是PPU的重要維度，尚未被PPUS和s-IAT-sex評估（Bőthe等人，2018b; 費爾南德斯和格里菲斯（Fernandez＆Griffiths），2019年）。 與PPU的其他測量值（即PPUS，s-IAT-sex，CPUI-9）相比，PPCS的另一個優勢在於，它是提供經過驗證的臨界值（≥76，範圍18-126）的少數儀器之一），以區分有問題的色情和非問題的色情使用（費爾南德斯和格里菲斯（Fernandez＆Griffiths），2019年），從而增加了其研究和臨床用途。 最近發布的另一個屏幕，簡短色情屏幕（BPS）， Kraus等，2020），還提供了一個截止值（≥4，範圍0-10）以篩選PPU。 鑑於其簡潔性和一維結構，BPS不會評估公差等組成部分。 雖然已經建議了每週使用時間的限制（Cooper等，2000, Mechelmans等，2014），使用時間與PPU不一致（Büthe，Tóth-Király，Potenza，Orosz和Demetrovics，2020b； 陳等人，2019, Kühn和Gallinat，2014）。 此外，PPCS的收斂性和發散性在與性相關的研究（貝瑟（Bőthe），托斯·基拉利（Tóth-Király），德梅特羅維奇（Demetrovics）和奧羅斯（Orosz），2017年）和與人格相關的變量（Bőthe，Koós，Tóth-Király，Orosz＆Demetrovics，2019a;Bőthe等人，2019c;Bőthe，Tóth-Király，Potenza，Orosz，＆Demetrovics，2020b）變量。

儘管PPCS-18先前具有很強的心理測量特性，但仍需要進行研究以進一步研究其在文化和臨床/亞臨床環境中的特性（Bőthe，Tóth-Király，Demetrovics＆Orosz，2020a；Bőthe等人，2018b），例如，文化特徵可能會影響人們對使用色情內容的消極態度（格里菲斯，2012, Vaillancourt-Morel和Bergeron，2019年）。 有人認為，色情使用可能在一種文化，宗教或道德背景下被認為是有問題的，而在另一種背景下則可能沒有問題（Grubbs＆Perry，2019年）。 由於先前的PPCS-18研究主要在匈牙利進行，因此之前的PPCS-2018研究可能有文化局限性（Bőthe等人，2019a;Bőthe等人，2020b;Bőthe等人，2020a;Bőthe，Lonza等人，XNUMX）。 這可能構成重大限制，因為來自其他文化背景的個人的規範，價值體系和經驗可能與匈牙利的大多數西方觀點不同。 關於色情內容的使用和其他性行為，據報導，東西方文化之間在性態度，行為和幸福方面存在差異（勞曼等人，2006年）。 因此，需要對PPU進行研究，以確保評估在不同文化之間都是可翻譯的和準確的（克勞斯與斯威尼（2019））。 在中國和其他東方國家，關於PPU的實證研究相對較少，只有幾項研究包括了來自東方國家的參與者（費爾南德斯和格里菲斯（Fernandez＆Griffiths），2019年），還沒有檢查跨文化社區的比較。

患有PPU的人可能表現出特定的特徵，包括強烈的渴望，較差的自我控制，儘管有社會或職業障礙但仍會繼續從事社交活動以及不良後果，並以不良適應性方式使用色情製品，例如擺脫壓力或負面情緒狀態（陳等人，2018, Cooper等，2004, Kraus等，2016, Young等，2000). Wéry等。 （2016年） 報告說90％的PPU參與者報告了同時發生的精神病學診斷，並且在尋求治療的樣本中只有少數量表得到了驗證（Bőthe等人，2020a； Kraus等，2020）。 因此，除了在線性行為的頻率外，還使用渴望，強迫性行為和一般的心理健康來檢查PPCS的標準有效性。 總之，在大多數PPU評估研究中，如PPCS-18，主要使用了非臨床和西方樣本。 因此，需要更多的研究來驗證包括臨床或亞臨床人群以及跨文化在內的更多不同樣本中的PPCS-18。

3.精神病理學中的網絡方法

心理病理狀態可能以涉及相互作用成分的複雜動態系統存在（2017年，博爾斯堡）。 與某些潛在模型相反，網絡方法提出心理障礙涉及相關症狀的網絡，並且個別心理狀態可能更多地依賴於症狀之間的直接聯繫，而不是潛在變量的存在（Werner，Stulhofer，Waldorp和Jurin，2018年）。 網絡理論和方法已成功應用於各種心理病理現象，包括酒精濫用症（Anker等人，2017），焦慮（Beard等人，2016年），抑鬱症（Schweren，van Borkulo，Fried和Goodyer，2018年）和性慾亢進（Werner等人，2018年）。 這樣的網絡模型可以提供對特定域的中心性及其關係模式的重要見解。 因此，在當前研究中，我們使用網絡方法評估PPU網絡拓撲並確定佔據網絡中心位置的症狀，並探索不同人群中症狀域之間關係的模式。 這種方法將提供有關PPU如何與文化，社區和亞臨床樣本之間的症狀相互作用的見解。

4.本研究的目的

考慮到男性相對於女性通常表現出更強烈的色情慾望和更頻繁的使用習慣（溫斯坦，佐爾克，巴布金，科恩和萊約葉，2015年），更頻繁的PPU（Kafka，2010, Kraus等，2016, Kraus等，2015），以及對PPU的更多尋求治療（Bőthe等人，2020a），本研究的目的是（1）在中國社區和亞臨床樣本中檢查PPCS-18的可靠性，結構和聚合效度男人 （2）檢查和比較匈牙利和中國樣本以及社區和亞臨床樣本中PPCS-18的因子結構； （3）在網絡類型分析中探索PPCS-18在多大程度上反映了與不同人群相關的特徵。

5。 方法

6。 措施

簡短的色情畫面（BPS， Kraus等，2020)¹. BPS是用於PPU（埃弗拉蒂和戈拉，2018年, Gola等人，2017）。 這是一項五項評估，並且對每一項使用三點評分量表（0 =從不，1 =偶爾，2 =始終）. BPS的Cronbach's alpha在華人社區樣本中為.89，而在中國亞臨床樣本中為.74。

色情渴望問卷（PCQ， 克勞斯與羅森伯格，2014年). 這個12項問卷是一維評估（克勞斯和羅森伯格，2014年, Rosenberg和Kraus，2014）。 要求受訪者使用以下七個回答選項（無數字表示）表明他們對每個項目的讚同程度：“完全不同意”，“有些不同意”，“有點不同意”，“既不同意又不同意”，“同意”一點”，“有些同意”和“完全同意”。 分數越高表明對色情的渴望越大。 先前的研究已經使用了PCQ的中文版本（陳等人，2019）。 在華人社區樣本中，這種規模的Cronbach's alpha為.92，在中國亞臨床樣本中為.91。

性強迫量表（SCS， Kalichman＆Rompa，1995年). 使用十項SCS評估了參與者表現出性強迫特徵的程度。 回答以四分制進行評分（1 =根本不像我，2 =有點像我，3 =主要像我，4 =非常像我）。 先前已經描述了SCS的中文版本（陳江，2020）。 在本研究中，SCS表現出極好的可靠性（社區男性為91，亞臨床男性為90）。

在線性行為調查問卷中文版（OSA， Zheng＆Zheng，2014年). 出於以下目的，使用了1個項目來衡量參與者對互聯網的使用情況：（2）查看色情材料（SEM），（3）尋找性伴侶，（4）網絡性，以及（84）調情和維持性關係。 整個規模的克倫巴赫係數在華人社區中為81，在亞臨床男性中為XNUMX。 較高的分數表明參與OSA的頻率更高。

12項一般健康問卷（GHQ-12， 戈德堡與希里爾（1979）). GHQ-12是一種用於常見精神障礙的廣泛使用的篩查工具，並被推薦作為病例檢測器，因為它被認為具有簡短，有效和魯棒性，並且其較長版本也可以使用（Goldberg等，1997, Petkovska等人，2015年）。 GHQ-12已被翻譯成多種語言，包括中文，並且已在許多不同人群中研究了其心理計量特性（Pan和Goldberg，1990年, Petkovska等人，2015年）。 GHQ-12總共包括12個項目（六個陽性和六個陰性），每個項目的得分都採用李克特四分制，得分較高反映了心理健康狀況。 中國社區男性的Cronbach量表的alpha為89，亞臨床男性為93。

7。 統計分析

首先，對匈牙利男性進行CFA，然後對樣本1和样本2進行交叉驗證，以對中國男性的社區和亞臨床樣本中的結果進行交叉驗證。 均值和方差調整的加權最小二乘估計器（WLSMV）用於參數估計。 模型擬合指數由比較擬合指數（CFI），塔克-劉易斯指數（TLI），近似均方根誤差（RMSEA）和標準均方根殘差（SRMR）確定。 大於95的CFI和TLI值被認為是極佳的擬合度（可接受的擬合度≥90）。 均方根誤差（RMSEA）值小於.06的情況被認為是極好的（對於08％的置信區間，對於適當的擬合，≤.10;對於可接受的擬合，≤.90）（布朗和庫德克（1993）, Schermelleh-Engel等，2003）。 SRMR值小於0.08（對於良好擬合，≤06）被認為是可接受模型的指示（胡和本特勒，1999年）。 此外，為了測試不同文化背景（匈牙利和中國）以及社區和亞臨床人群之間的測量不變性，對這三個樣本進行了多組CFAs。 在每種情況下，測試並比較了六個不變性級別：配置，度量，標量，殘差，潛在方差和潛在均值。 比較越來越受約束的模型時，觀察到擬合指數的相對變化，建議的可接受範圍如下：ΔCFI≤.010； ΔTLI≤.010; 且ΔRMSEA≤.015（米德，約翰遜和布雷迪，2008年).

還計算了Cronbach的alpha和復合可靠性（CR）值。 評估了性強迫量表（SCS），色情渴望問卷（PCQ），一般健康問卷（GHQ-12），OSA頻率，BPS和PPCS-18之間的關聯，以證實PPCS-18的有效性。 在控制了年齡，性取向和關係狀況之後，使用皮爾森相關係數檢查了變量之間的相關性。

我們分兩步估算和分析PPCS-18網絡。 第一步是建立規則網絡，也稱為馬爾科夫隨機場。 LASSO回歸用於調整以減少錯誤連接的出現。 如前所述（Epskamp＆Fried，2017年），則EBIC超參數設置為.5。 其次，我們使用中心度統計量評估節點的相對位置，並測試了三個常見的中心度指標：節點強度，緊密度和中間度。 其中，中間性是指一個節點停留在其他節點之間最短路徑上的次數。 接近中心性是從一個節點到所有其他節點的最短路徑總和的倒數。 此外，我們使用網絡比較測試比較了每個網絡的整體連接強度（即所有相關強度的總和）。 所有網絡分析均使用 qgraph，dplyr，NetworkComparisonTest和 引導網 R.（版本3.6.2）中的軟件包。

8。 結果

9.跨文化以及社區和亞臨床男性對PPCS-18的測量不變性測試

測量不變性的結果顯示在 表3。 對於結構不變性，RMSEA略高於建議的閾值（即.10），但是該模型在CFI，TLI和SRMR上顯示了可接受的擬合指數。 因此，我們保留了該模型用於不變性測試的進一步步驟。 在度量模型中，與先前模型相比，擬合指數更合適。 然後，實現了標量不變和殘差不變，但未實現潛在均值不變，這表明社區和亞臨床男性之間存在潛在均值差異（請參見 表3）。 當出於模型識別的目的，亞臨床男性的潛在平均差異被限制為零時，社區男性中個人的潛在平均水平明顯低於亞臨床男性中參與者的潛在平均水平（示例1：-0.88至-1.81 SD 在六個因素中， p <.001; 樣本3：-0.39至-2.46 SD 在六個因素中， p <.01），表明亞臨床個體在PPCS上的得分明顯高於中國和匈牙利社區樣本中的得分。 總之，PPCS-18在中國和匈牙利社區男子中具有相似的含義和潛在結構，可用於比較中國和匈牙利男子。

10.每個樣品中PPCS-18的六個因子的相互作用

馬爾可夫隨機場的結果表明，匈牙利人和中國人之間存在顯著差異（p <.01）。 在華人社區和亞臨床男性中，衝突與顯著性負相關。 否則，衝突與顯著性不直接相關，並且與匈牙利男性中的其他因素呈正相關（請參見 圖1）。 中國社區和亞臨床男性的示意圖相似，並且在整體連通性方面未觀察到顯著差異（p = 0.6）。 集中度估算在 圖2 （中心圖）。 在這三個樣本的網絡中，戒斷是最重要的節點，而耐受力也是亞臨床個體網絡中的一個中心節點。 為了支持這些估計，所有網絡的退出率均具有較高的可預測性（華人男性：76.8％，華人亞臨床男性：68.8％，匈牙利人：64.2％）。

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圖1。 三組人的網絡示意圖。 筆記。 左側是華人社區的男性網絡，右側是匈牙利社區的男性網絡。 中間是中國亞臨床樣本人的網絡。 實線表示正，虛線表示負。

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圖2。 三組男人中的節點中心性圖

11。 討論

儘管研究人員和臨床醫生可以使用幾種評估PPU的量表，但隨後很少在不同文化中對其進行重新驗證，並且很少檢查亞臨床男性的量表的心理計量學特性。 此外，在此類樣本中與PPU相關的症狀域如何關聯（即顯著性，戒斷，耐受性，情緒改變，衝突和復發之間的相互關係）了解得很少（Bthethe，Lonza等人，2020年）。 因此，我們在中國背景下檢查了PPCS-18的可靠性和有效性，並證明了其在華人社區和亞臨床男性中的支持。 中文版本的PPCS-18在華人社區和亞臨床男性中均表現出較高的內部一致性，綜合可靠性和收斂性。 測量不變性測試表明，該量表同樣適用於匈牙利社區，華人社區和中國亞臨床人群，支持了該量表的潛在跨文化和臨床用途。 網絡分析表明，匈牙利和中國男性中PPCS-18的XNUMX個因子之間的相互作用存在顯著差異。 中心估計表明，亞臨床樣本的核心症狀是戒斷和耐受，但在兩個社區樣本中只有戒斷域才是中心節點。

12. PPCS-18在中國人群中的有效性和可靠性

在這三個獨立且不同的樣本上對PPCS-18的構建體有效性和可靠性進行了交叉驗證。 PPCS-18的結構效度不僅得到支持，而且其收斂效度是通過報告其與色情渴望，強迫性行為，OSA頻率和參與者總體心理健康水平的關係而建立的。 與先前的研究類似（Bőthe等人，2020b），OSA的頻率似乎不能作為PPU的可靠指標，原因是OSA的四種亞型與PPCS-18之間的相關係數從小到大，這表明，PPCS-18在中國背景下也可能對PPU的定量方面敏感，儘管這種可能性值得進一步研究。

除了消費頻率外，還應考慮定性方面，例如可能引誘色情內容的內容（克勞斯與羅森伯格，2014年）。 渴望的主觀經驗是成癮的常見要素（克勞斯與羅森伯格，2014年），與預測戒斷後成癮行為的發生，維持和復發有關（Drummond，Litten，Lowman和＆Hunt，2000年）。 與以前的研究一致（Gola和Potenza，2016, Young等，2000），較差的心理健康評分和更多強迫性行為與較高的PPCS評分相關。 這些結果表明，在篩选和診斷PPU時應考慮渴望，心理健康因素和強迫性使用（Brand，Rumpf等人，2020）。

13.社區和亞臨床男性的PPU症狀網絡

類似於在性慾亢進中使用網絡方法（Werner等人，2018年），我們將此方法應用於PPU，以檢查PPCS-18在不同樣本之間是否表現出相似或不同的關係。 這三個樣本的整體網絡拓撲表明，PPCS-18的域之間的關係可能​​具有與文化相關的差異。 在中國男性中，衝突因素與顯著性負相關，而在匈牙利男性中，顯著性與衝突無關。 在過去幾十年中，中國發生了巨大的社會經濟變化，與此同時，越來越多的中國人批評保守的性觀念，尤其是那些將性定義為不道德的人，相反，他們開始強調性快感的重要性（林，2018, 黃，2014年）。 在本研究中，參與者為男性。 在中國占主導地位的性愛腳本中，鼓勵男人追求性表達並表現出更寬容的性態度（鄭等人，2011）。 因此，當人們的思想集中在色情上時，他們可能不會經歷衝突。 另一方面，對PPCS上“衝突”部分的評估僅限於包括衝突的更多外圍方面（例如，對性生活的負面影響）和排除衝突的更多主要方面（例如，人際衝突） （費爾南德斯和格里菲斯（Fernandez＆Griffiths），2019年）。 但是，在衝突和顯著性之間的關係中，中匈兩國人際關係存在根本差異的確切原因值得進一步研究，特別是考慮到社會接受程度和政府對色情使用的政府監管等因素在不同轄區可能有所不同。

此外，PPCS-18六個因素的集中度估計顯示撤出是所有三個樣本中最關鍵的因素。 根據亞臨床參與者之間的強度，親密性和中間性中心性結果，耐受性也很重要，僅次於戒斷。 這些發現表明戒斷和耐受對亞臨床個體尤其重要。 耐受和戒斷被視為與成癮有關的生理標準（Himmelsbach，1941）。 寬容和退縮等概念應構成PPU未來研究的關鍵部分（deAlarcón等，2019, 費爾南德斯和格里菲斯（2019）). 格里菲斯（2005） 假定任何被認為會上癮的行為均應出現耐受和戒斷症狀。 我們的分析支持撤藥和耐受域對於PPU在臨床上很重要的觀點。 與里德的觀點一致（里德，2016），強迫性行為的耐受性和戒斷證據可能是將功能障礙性行為定為成癮性的重要考慮因素。

14。 局限性和未來研究

本研究並非沒有局限性。 首先，沒有測試時間穩定性。 其次，使用自我報告措施收集數據； 因此，結果的可靠性取決於受訪者的誠實和準確性以及他們對項目的理解。 第三，亞臨床樣品中的RMSEA值略高，值得進一步研究。 參加者僅包括18-48歲的男性； 因此，應進一步研究PPCS-18在老年人口和婦女中的適用性。 尚不清楚與性別有關的差異是否可能受到文化或管轄權因素的影響。 因此，需要進行更多的研究來驗證包括婦女，不同年齡組以及其他文化和司法管轄區在內的各種樣本的PPCS-18。 此外，所研究的亞臨床小組來自一個在線論壇。 研究結果可以擴展到其他環境（例如提供面對面治療的環境）的程度值得進一步研究。

15。 結論

PPCS-18在來自匈牙利和中國的社區男子以及來自中國的亞臨床男子中具有很強的心理測量特性，據報導，他們對色情內容的使用控制不力。 因此，PPCS-18似乎是評估特定西部和東部轄區中PPU的有效和可靠措施，可用於亞臨床人群。 此外，PPCS-18結構域之間的關係也可以反映不同人群的不同特徵，目前的發現表明，在PPU中應考慮戒斷和耐受性。 研究結果通過報告中國的亞臨床和社區樣本，擴大PPCS-18的可推廣性以及探索跨文化的不同症狀域之間的關係來增進理解。

資金

這項研究得到了中國國家社會科學基金會（授權號19BSH117和CEA150173）和福建省教育改革計劃（FBJG20170038）的支持。 BB由SCOUP團隊-性與伴侶-魁北克社會文化基金會的博士後研究金資助。 ZD得到了匈牙利國家研究，發展和創新辦公室的支持（授權號：KKP126835，NKFIH-1157-8 / 2019-DT）。 MNP的參與得到了國家負責任遊戲中心的卓越中心資助。 資助機構未對稿件內容進行任何投入，稿件中描述的觀點僅反映了作者的觀點，而不一定反映出資助機構的觀點。

利益衝突

作者聲明此手稿內容無利益衝突。

未引用的參考

Bőthe等人，2018, Bőthe等人，2019, Bőthe等人，2019, Bőthe等人，印刷中, Bőthe等人，2020, Bőthe等人，2019, Bőthe等人，2020, Bőthe等人，2018, Brand等，2019, Brand等，2019.